金融結構變動、產業結構升級與高質量發展

李遠天 胥英明

一、引言

20世紀后期，我國產業結構進入全面調整期，同時我國的經濟發展特征逐漸由粗放型向集約型轉變：產生了一批以醫藥、電子機械及器材、電子及通訊設備等制造業為代表的高新技術主導產業；技術知識密集型產業的比重也有了大幅度提升。經濟的發展離不開實體經濟的不斷壯大，而實體經濟發展所需要的融資、分散風險等服務又離不開金融業的完善發展，金融業的健全發展在經濟結構尤其產業結構升級方面起著至關緊要的作用，政府工作報告中也已指出金融發展必須以服務實體經濟為目標。產業結構的升級、新興產業的成長等方面都需要一定的資本積累和資本優化配置予以支持，而我國金融業發展的總規模已經非常之龐大，2015年我國金融業增加值占GDP比重已經達到8.4%，而美國、日本和英國分別為7.2%、4.4%和7.2%（易信和劉鳳良，2018），但是產業結構水平卻與發達國家相差甚遠，究其原因在于金融系統的資源配置效率和資金存量調整的功能并沒有充分發揮出來，金融結構有待優化，金融效率有待提升。因此，在我國處于經濟轉型陣痛期的階段，必須調整金融結構使之更好服務于產業結構升級并與產業結構升級形成協同的發展趨勢，以更好地服務于我國的實體經濟，這同樣也是本文研究的出發點和最終目的。

二、文獻回顧

基于金融結構和產業結構變動相互關系的研究，不少學者對此展開了理論和實證分析，在具體的研究中呈現了不同的研究視角和研究方法。

表1 變量的描述性統計結果

早期部分學者的研究大都立足于我國經濟的發展實踐，比較分析不同的金融結構對產業結構優化升級影響的差異。金融的功能在于將社會中的儲蓄轉化為投資，以支持經濟的發展。良好的金融結構轉變在于金融工具、金融市場和金融機構向多樣化特征發展，通過降低交易成本助推高效率的資本形成機制，從而更有利于儲蓄向投資的轉化，降低產業發展所需資金的成本，對產業結構的優化升級具有關鍵性的作用；另一方面，金融結構向良好的狀態轉變還意味著資金配置方式的多樣化轉變和配置效率的改善，有利于拓寬產業部門發展所需要的資金渠道，并促使資金從被替代產業部門向生產效率更高產業部門的轉移，所以金融結構的調整對產業結構優化升級的重要性是不言而喻的（錢水土和金嬌，2009；江曙霞和嚴玉華，2006）。

表2 融資結構和產業結構升級關系的回歸結果

表3 金融規模結構與產業結構升級關系的回歸結果

但也有學者意識到，產業結構是在不同金融結構狀態下資金配置的結果，因此產業結構的升級對資金的重新配置產生需求，進一步推動金融結構的優化（楊琳和李建偉，2002）?；诖?，遲永慧（2015）運用統計學中的灰色關聯度分析方法研究了金融結構和產業結構升級之間的耦合協調度，以二、三產業產值占GDP的比重作為衡量產業結構升級的指標，以戈德史密斯提出的金融相關比率作為金融結構的衡量指標，結果表明金融結構和產業結構升級兩者是相互作用相互影響的，且互為正向影響，曾繁清和葉德珠（2017）、吳愛東和劉東閣（2017）也以類似研究方法得出相同的結論。劉驍毅（2013）以國有銀行存款占全國GDP比重表示金融結構轉變的指標，二、三產業產值占GDP的比重作為衡量產業結構升級的指標，運用格蘭杰因果檢驗發現金融結構的轉變和產業結構升級在長期和短期都具有雙向正向影響作用，而且這種影響機制是相對穩定的。此外，倪明明（2015）和付海艷（2016）的研究都表明金融結構和產業結構的變動是相互作用相互影響的。然而，也有學者得出不同研究結論，鮑金紅和陸文哲（2013）基于我國中部省市地區的時間序列數據，以二、三產業產值占GDP的比重作為衡量產業結構升級的指標，以金融相關比率作為衡量金融規模結構的指標，通過協整檢驗和格蘭杰因果檢驗發現金融結構的變動對產業結構升級的影響作用顯著，而反之作用則不明顯。王立國和趙婉妤（2015）以我國時間序列數據為樣本，以三產業增加值與二產業增加值作為產業結構升級的指標，以間接融資與直接融資的比值作為衡量金融結構的指標，運用VAR模型檢驗了我國金融結構和產業結構升級的相互作用關系，結果表明金融結構的變動對產業結構升級的影響作用顯著，且間接融資比例的上升有利于產業結構的優化升級，而產業結構升級對金融結構的引致需求效果不明顯。

基于現有文獻可知，較多研究集中于金融結構變動對產業結構升級變動的影響方面，而基于兩者相互發展的適宜性從兩者之間相互關系為研究視角的文獻則比較缺少。另一方面，在現有的研究中，一是學者多數使用國家層面的時間序列數據，這在一定程度上忽略了我國區域發展不平衡這一事實，可能導致實證結果出現一定的估計偏差；二是多數學者將產業結構升級限定在第三產業產值比例這一視角，單獨僅從三次產業值的角度來衡量產業結構的升級，如果這種轉變是以資源配置效率的降低為前提條件，那么這種產業結構的升級則不利于經濟的發展進步，所以單獨使用這一概念具有一定的片面性。鑒于此，本文基于2001－2019年各省市面板數據，借助PVAR模型，在較為全面的產業結構升級概念視角下，對金融結構和產業結構升級之間的相互影響和相互作用進行探索分析，是對相關問題現有研究領域的補充和完善。

三、研究設計

（一）研究樣本和數據來源

本文以30個省市自治區2000-2019年的面板數據匯總為研究樣本，金融結構、產業結構升級及控制變量等相關指標數據均來自于《中國統計年鑒》、《中國高技術產業統計年鑒》、《中國金融年鑒》及萬德數據庫并經自行整理所得。

（二）模型和變量定義

1.實證模型構建。本文選取合理指標實證分析金融結構和產業結構之間的相互作用關系，對各變量滯后變量建立非結構化的模型，即面板向量自回歸模型（PVAR），分析各變量的隨機擾動項對模型的動態影響。

圖1 ZLON對SU、ENP、PBRP的沖擊

其中，t=1,2,…,T，∈i,t為向量矩陣，yi,t為變量的向量矩陣，p為滯后階數，i為地區維度，t為時間維度。

2.變量定義。本文實證模型中包括核心被解釋變量、核心解釋變量及控制變量，具體而言：

（1）金融結構指標。本文主要從金融規模結構、“兩分法”金融結構兩個角度對金融結構的指標加以衡量。其中，“兩分法”金融結構是指融資結構中金融市場的直接融資與金融中介機構的間接融資的比重關系。因此設定金融結構如下衡量指標：將股票市場交易總額／金融機構貸款總額作為金融結構中的融資結構指標ZLON；將（股票市場交易總額＋金融機構貸款總額）／GDP作為金融規模結構指標FIR。

（2）產業結構升級指標。結合所研究問題的重點以及數據的可得性，本文的研究主要從三次產業值方面和產業要素特征類型方面對產業結構升級進行考察，構建以下指標衡量產業結構的升級狀況：以第三產業總產值/第二產業總產值的比值SU代表以我國產業從第二產業為主到向第三產業為主過渡特征的產業結構升級方式；以高技術產業企業單位總數/規模以上工業企業單位總數ENP、高技術產業主營業務收入/規模以上工業企業主營業務收入PBRP作為以技術密集為特征的產業結構升級指標，分別代表了高技術產業的發展規模和盈利能力。

（3）控制變量。為了保證本文研究的穩健性，文中還加入了相關控制變量，其選取如下：經濟發展水平（PGDP），以人均GDP值測度的地方經濟發展水平，即以地區國內生產總值與地區常住人口總量之比來表示；對外開放度（EX），以進出口總額與國內生產總值之比來衡量我國的對外開放程度，其中歷年的進口總額是根據當年人民幣兌美元匯率折算成人民幣數額；城鎮化水平（URBAN），以各省城鎮人口數量占全省總人口數量的比重來測度各地區城鎮化水平，城鎮人口在總人口中的占比越高，則說明該地區的城鎮化率就越高；人力資本水平（EDU），以每十萬人中普通高等學校在校學生數量來測度地區教育發展水平，即人力資本水平。

四、實證分析

（一）描述性統計

根據向量自回歸的模型需求及對各個變量數據異方差的消除需求，本文將個別指標取自然對數，其他指標均使用原始數據值，其中取自然對數的指標為EX、PGDP，用InEX、InPGDP表示。表1匯報了各變量描述性統計結果，由結果可知，各變量序列標準差相對較小，序列比較平穩。

（二）實證結果分析

圖2 FIR對SU、ENP、PBRP的沖擊

在滯后階數為2的情況下，對全國各省市層面的面板數據進行了PVAR模型的GMM估計，以分析金融結構變動和產業結構升級之間的作用關系。

1.對金融結構中融資結構和產業結構升級關系的實證分析。在控制其他變量的情況下，將融資結構ZLON和第三產業與第二產業比值SU、融資結構ZLON和高技術產業發展規模ENP、融資結構ZLON和高技術產業業務收入PBRP這三組變量分別進行回歸，表2匯報了融資結構與產業結構升級關系的回歸結果。

由表中匯報的回歸結果可知，融資結構的變動與產業結構升級之間主要以正相關關系為主，即融資結構中金融市場的直接融資額比例的提升，對產業結構升級有顯著的正向促進作用，產業結構升級同時也推動了融資結構中直接融資比例的上升。長期中具體而言：

直接融資比例的提升對以第三產業與第二產業比值指標所刻畫的產業結構升級具有負向影響，影響系數為-0.0904，可能會顯著降低產業結構的升級水平，但也并不能認為直接融資比例的提升就對第三產業的發展有所抑制，其中的原因可能在于我國區域經濟發展的不平衡所引起。我國產業結構總體上趨于合理，但是各地區的產業結構卻呈現出不同的特點（胡偉等，2018；干春暉和王強，2018）。此外，直接融資比例的提升對以高技術產業發展規模刻畫的產業結構升級指標的影響顯著為正，影響系數為0.0104，即直接融資額比例的提升有利于推動高技術產業的發展規模，促進產業結構的升級進程。直接融資額比例的提升對以高技術產業業務收入刻畫的產業結構升級指標的影響也顯著為正，影響系數為0.0015，即直接融資額比例的上升，促進了工業業務收入額中高技術產業收入比例的上升，并對產業結構升級起到了良好的推動作用。

與此同時，產業結構的升級引致的金融需求也可以帶動融資結構的變動，即對直接融資額比例的提升具有促進作用，尤其是高技術產業發展規模的擴大，對直接融資額比例的沖擊最大，影響系數為2.4255；第三產業與第二產業產值比重和高技術產業業務收入變化對直接融資額比例的影響效應相對來說比較小，影響系數分別為0.1976和0.1848。

2.金融規模結構與產業結構升級互動效果的實證結果。

由表3中匯報的回歸結果可知，長期來看金融體系規模結構的擴大對以第三產業與第二產業比值指標所刻畫的產業結構升級具有負向影響，影響系數為-0.0038，可能會降低產業結構的升級水平，但影響效果并不顯著，其原因同上個實證結果分析。金融體系規模的擴大對以高技術產業發展規模刻畫的產業結構升級指標的影響顯著為正，影響系數為0.0028，即金融體系規模的擴大有利于推動高技術產業的發展規模，促進產業結構的升級進程。金融體系規模的擴大對以高技術產業業務收入刻畫的產業結構升級指標的影響也顯著為正，影響系數為0.0018，即金融體系規模的擴大促進了工業業務收入額中高技術產業收入比例的上升，并對產業結構升級起到了良好的推動作用。

圖3 SU對ZLON、FIR的沖擊

圖4 ENP對ZLON、FIR的沖擊

與此同時，產業結構升級所產生的引致金融需求同樣也對金融體系規模的變化產生顯著影響。具體來看，高技術產業的發展規模擴大和業務收入提升對金融體系的擴大產生了顯著的負向影響；第三產業的發展對金融體系規模的擴大起到了顯著的正向促進作用。

由實證檢驗結果可知，金融體系規模的擴大有助于促進產業結構的升級，但產業結構升級產生的引致金融需求并沒有對金融體系規模的擴大產生顯著正向促進作用，其中的原因可能由一定的金融制度環境引起的，金融體系的發展和金融制度是相互作用相互影響的，任何一個國家的金融系統都處于一定的金融制度環境中，其發展及功能的實現都受到金融制度這一環境要素的制約（劉梅生，2011）。我國金融制度仍存在一定程度的約束，金融市場化改革還未完全實現，并未像歐美發達國家那樣實現了金融的完全自由化改革（王年詠等，2018）。因此雖然作用機制中的分析結論為產業結構升級引致出對金融結構變動的需求能推動金融結構的相應調整，但實際上這種調整并不會發生在“制度真空”的環境中，還受到一國金融制度環境的影響。

（三）脈沖響應分析

基于面板向量自回歸的GMM估計結果，為了進一步考察產業結構升級受到金融結構變動沖擊后的反應及金融結構受到產業結構升級沖擊后的反應，根據PVAR模型良好的動態結構性特征，即每一個內生變量的變動或者沖擊能夠對變量本身和其他各個內生變量產生影響作用，該特征可利用脈沖響應函數加以刻畫，本文接下來部分將利用脈沖響應函數進一步分析金融結構變動與產業結構升級之間的作用關系。在漸進解析法模擬的脈沖響應函數中，橫軸為脈沖響應函數的追蹤期，在此設定為10期；縱軸為被解釋變量對解釋變量的響應程度。脈沖響應圖形中的實線為脈沖響應函數的計算值，虛線為加或減兩倍標準差的置信區間。以此分析變量變動一個標準差對其他變量所產生的沖擊效果。

1.產業結構升級對金融結構變動的脈沖響應分析。首先分析金融結構中的融資結構即直接融資額比例的上升對產業結構升級的沖擊影響，結果如圖1，分別是產業結構中的第三產業與第二產業比值SU、高技術產業發展規模ENP和高技術產業業務收入PBRP對融資結構變化的脈沖響應圖，即直接融資額比例每變動1個標準差對產業結構升級所產生的影響。在融資結構ZLON對第三產業與第二產業比值SU的沖擊中，如果ZLON受到一個單位的正向沖擊即直接融資比例提升一個單位，短期內第三產業與第二產業的比值SU會出現迅速收縮的現象，這種收縮現象一直持續到第4期，從第5期開始，融資結構的變動對第三產業與第二產業比值的發展影響逐漸趨于穩定，但是以負向影響為主。在融資結構ZLON對高技術產業發展規模ENP的沖擊中，如果ZLON受到一個單位的正向沖擊即直接融資比例提升一個單位，短期內高技術產業發展規模ENP會出現收縮現象，并在第3期達到最低值，隨后緩慢上升，到第7期開始沖擊作用趨于穩定，且以正向沖擊影響為主。在融資結構ZLON對高技術產業業務收入PBRP的影響沖擊中，如果ZLON受到一個單位的正向沖擊即直接融資比例提升一個單位，短期內高技術產業業務收入出現一定的擴張現象，并在第5期達到峰值，隨后在第9期開始趨于穩定，且以正向沖擊影響為主。

圖5 PBRP對ZLON、FIR的沖擊

其次，分析金融體系規模結構對產業結構升級的沖擊，結果如圖2，分別是金融體系規模變動一個標準差時，對產業結構升級所帶來的沖擊。在金融體系規模結構FIR對第三產業與第二產業比值SU的沖擊中，如果FIR受到一個單位的正向沖擊，短期內第三產業與第二產業的比值SU會出現迅速收縮的現象，這種收縮現象一直持續到第2期，從第3期開始，第三產業與第二產業的比值SU出現一定程度的上升，并持續至第7期，從第7期開始金融體系規模結構的變動對第三產業與第二產業比值的發展影響逐漸趨于穩定，由此可見，在初期時，金融體系規模的擴大可能會對第三產業與第二產業比值產生抑制作用，但隨著時間推移，金融體系規模的擴大將顯著推動產業結構的升級。在金融體系規模結構FIR對高技術產業發展規模ENP的沖擊中，如果FIR受到一個單位的正向沖擊，短期內高技術產業發展規模ENP會出現迅速收縮現象，并在第4期達到最低值，隨后緩慢上升，到第7期開始沖擊作用趨于穩定，且以正向沖擊影響為主。在金融體系規模結構FIR對高技術產業業務收入PBRP的影響沖擊中，如果FIR受到一個單位的正向沖擊，短期內高技術產業業務收入出現一定的迅速收縮現象，并在第4期達到最低谷，隨后在第7期開始趨于穩定，且以正向沖擊影響為主。

2.金融結構變動對產業結構升級的脈沖響應分析。首先分析第三產業與第二產業比值SU對金融結構的沖擊，圖3是融資結構和金融體系規模結構對產業結構升級的脈沖響應函數圖。在SU對金融結構的沖擊中，SU對融資結構ZLON和金融體系規模結構的沖擊效果基本保持一致。當SU受到外界一個單位的正向沖擊后，短期內融資結構和金融體系規模結構都會出現一個迅速的收縮現象，其中，融資結構在第2期達到最低谷，金融體系規模結構在3期達到最低谷，兩者都在第3期出現一定程度的負向沖擊，隨后從第6期開始趨于穩定，且以正向沖擊為主。

其次，分析產業結構升級中高技術產業的發展規模ENP對金融結構變動的沖擊，圖4是融資結構ZLON和金融體系規模結構FIR對產業結構升級的脈沖響應函數圖。在ENP對ZLON的沖擊圖中，當ENP受到外界一個單位的正向沖擊后，ZLON會出現迅速的收縮現象，在第3期達到最低谷值并產生一定的負向沖擊作用，隨后開始緩慢上升，在第6期趨于穩定，從整體來看，ENP對ZLON表現為正向沖擊作用。在ENP對FIR的沖擊圖中，當ENP受到外界一個單位的正向沖擊后，FIR短期內會出現擴張現象，在第1期時主要是正向沖擊，在第2期到第6期則以負向沖擊為主，從第7期后ENP對FIR的影響逐漸趨于穩定，由此可見，從長期來看，高技術產業規模的發展可能會對金融體系規模結構的擴張產生抑制作用。

最后，分析產業結構升級中高技術產業業務收入PBRP對金融結構的沖擊，圖5是融資結構ZLON和金融體系規模結構FIR對產業結構升級的脈沖響應函數圖。在PBRP對ZLON的沖擊圖中，當PBRP受到外界一個單位的正向沖擊時，ZLON出現一個迅速的收縮現象，在第3期達到最低谷值，但第1期和第2期時都以正向沖擊為主，在第3期時有較小的負向沖擊，從第4期開始高技術產業業務收入對融資結構的沖擊影響逐漸趨于穩定，即從整體來看，高技術產業業務收入對直接融資額的比例能產生正向促進作用。在PBRP對金融體系規模結構的沖擊圖中，當PBRP受到外界一個單位的正向沖擊時，FIR將出現一個緩慢的收縮現象，且此時主要以負向沖擊為主，從第7期開始PBRP對FIR的影響逐漸趨于穩定，由此可見，高技術產業業務收入的升高可能會對金融體系結構規模產生一定的抑制作用。

五、結論與啟示

本文研究結果表明，我國金融規模結構的發展以及直接融資比例的提高有助于推動以高技術產業發展為特征的產業結構升級，但對第三產業發展的影響作用表現為負，可能的原因在于中部地區和西部地區經濟發展狀況比不上東部地區，雖然第三產業獲得了一定程度的發展，但是第二產業仍然是推動當地經濟發展的主要力量。此外，實證結果還表明，產業結構升級產生的引致金融需求并沒有對金融體系規模的擴大產生顯著正向促進作用，原因在于一定的金融制度對金融供給產生的影響。由此可見，金融結構變動和產業結構升級是相互影響相互作用的，適宜產業結構升級的金融結構才是最優的金融結構狀態，兩者協調發展才能進一步推進經濟的高質量發展，而我國的金融體系處于有約束的制度環境中，產業結構升級引致的對金融結構調整的需求因受一定的制度限制無法與產業結構升級形成協同發展。